Introduction
L’analyse des déterminants de la demande d’assurance santé privée a donné lieu à bon nombre d’études empiriques. Selon les études de Scoton (1969), Cameron, Triverdi et al. (1988), Savage and Wright (1999), le revenu est l’un des déterminants les plus importants de l’achat d’une assurance santé. S’intéressant à l’influence de l’état de santé et des dépenses de soins anticipées sur la demande d’assurance, Kronick et Gilmer (1999) montrent que les individus dont l’état de santé est médiocre s’attendent à faire face à des dépenses en soins de santé élevées, et donc achètent plus d’assurance. Sindelar (1982) met en évidence le rôle du sexe dans la décision d’assurance à travers son effet sur la consommation médicale attendue. Il remarque ainsi que l’essentiel de la différence de demande de soins des femmes peut être expliquée par des besoins accrus autour de l’accouchement. Hopkins et Kidd (1996) et Butler (1999) se concentrent sur la perception des individus à l’égard du risque. Ils considèrent le fait de fumer comme une proxy de l’aversion pour le risque et montrent que les fumeurs ont tendance à acheter moins d’assurance. Récemment, Chernew, Cutler et al. (2002) trouvent que l’essentiel des changements de couverture d’assurance santé sont dus à un prix des soins plus élevés.
En France, le sujet de la demande d’assurance complémentaire santé reste assez mal documenté, sans doute en raison de la difficulté d’accéder à des données détaillées. En fait, il n’existe à l’heure actuelle qu’une seule référence sur la question, l’étude de Saliba et Ventelou (2007). Sur données de l’Enquête Soins et Protection Sociale (ESPS), les auteurs montrent que le revenu est le facteur le plus discriminant dans la souscription d’une complémentaire santé, au niveau individuel. En revanche, ils ne trouvent pas d’effet significatif de l’état de santé, ce qu’ils expliquent par la bonne couverture du risque « lourd » par la Sécurité Sociale. Ensuite, les auteurs s’intéressent aux déterminants de l’achat d’un contrat de bonne qualité. Leurs résultats montrent
que les individus les plus pauvres ont moins de chances d’acheter un contrat de bonne qualité, ce qui traduit le poids de la contrainte financière dans l’achat d’une assurance omplémentaire santé.
Ce chapitre se propose alors d’étudier pour la première fois en France la sensibilité de la demande d’assurance complémentaire santé à deux de ses déterminants, le montant de la prime et le contexte local de l’offre de soins. Pour cela sont mises à profit les données de portefeuille de contrats individuels d’un assureur santé auxquelles nous avons la chance d’avoir pu accéder. Ce chapitre est organisé de la manière suivante.
Dans un premier temps, nous revenons sur l’intérêt des mesures d’élasticités prix et sur la difficulté à en obtenir des mesures fiables. Nous présentons alors les résultats d’un certain nombre d’études de référence sur le sujet. Concernant les effets de l’offre de soins sur la demande d’assurance, nous évoquons la question de la demande induite. Il se pourrait en effet que dans les zones où l’offre de soins est plus dense, les médecins induisent la demande, ce qu’intègrent les assurés au moment où ils choisissent leur couverture complémentaire. Sur le plan théorique, nous dérivons du modèle construit lors du chapitre précédent un certain nombre de prédictions sur le comportement des assurés, suite à une modification de la prime d’assurance. En particulier nous obtenons une formule théorique simple d’élasticité prix. Nous obtenons également un taux marginal de substitution entre couverture contre le risque ambulatoire et couverture contre le risque en optique/dentaire. Des résultats empiriques d’élasticités prix croisées pourront être interprétés à la lumière de ce taux marginal de substitution.
Dans un deuxième temps, nous nous livrons à l’analyse statistique à proprement parler. Après avoir présenté les données, expliciter en quoi elles permettaient une analyse approfondie de la question et détaillé la constitution de l’échantillon d’étude, nous nous livrons à une première analyse statistitique exploratoire. Ensuite, nous mettons en oeuvre des modélisations économétriques de la demande d’assurance complémentaire, en détaillant demande d’assurance contre les dépassements d’honoraires, d’une part, et demande d’assurance contre les frais de lunetterie et les soins dentaires, d’autre part. Les résultats montrent des effets très significatifs du niveau des primes et du contexte local de l’offre de soins sur la demande d’assurance. Enfin, un modèle joint estimant les deux équations de demande à la fois nous permet d’obtenir des résultats en matière d’élasticités prix croisées.
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Une analyse de l’effet de ces deux déterminants sur la
demande d’assurance santé
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L’élasticité de la demande d’assurance au prix de l’assurance : un
survey des études empiriques
Intérêt des mesures d’élasticités prix
Il existe au moins deux bonnes raisons pour lesquelles il est intéressant d’obtenir des mesures fiables de l’élasticité prix de la demande d’assurance santé.
D’abord, les estimations d’élasticités prix sont intéressantes pour guider la mise en place de mesures spécifiques du côté de la demande. Ainsi, beaucoup de propositions récentes pour réduire le nombre de non assurés aux Etats-Unis se sont concentrées sur le marché individuel (Pauly et Herring, 2001 ; McClellan et Baicher, 2002) et dans son budget de 2006, l’Administration a proposé d’assortir l’achat d’assurance santé individuelle d’exonération d’impôts, de façon à réduire le nombre d’Américains sans couverture (Office of Management and Budget, 2005). En France, la loi sur la réforme de l’Assurance Maladie d’août 2004 a instauré un nouveau dispositif : l’Aide Complémentaire Santé, ou ACS. Ce dispositif permet aux individus situés un peu au-dessus du plafond de ressources donnant droit à la CMU d’être remboursés d’une partie de leur prime d’assurance complémentaire santé63. L’objectif visé par l’ACS est d’étendre le taux de couverture complémentaire chez ces invidus. Implicitement est faite l’hypothèse faite que ces individus renoncent à se couvrir notamment en raison d’un montant trop élevées des primes d’assurance. Dès lors, en faisant baisser ce montant (par le biais d’une participation de l’Etat au financement de la couverture), il doit être possible de « déclencher » un certain nombre de souscriptions de contrats.
63 Mis en place en janvier 2005, ce dispositif concerne à cette date tous les ménages résidant de façon stable et régulière en France dont les revenus sont supérieurs de 15 % maximum au plafond de ressources donnant droit à la CMU complémentaire (20 % maximum depuis le 1er janvier 2007). Par exemple, au 1er janvier 2005, une personne seule dont le revenu mensuel est compris entre 587 € et 675 € peut prétendre à l’ACS. Les personnes éligibles obtiennent, sur demande, une attestation auprès de leur Caisse primaire d’assurance maladie et choisissent leur organisme complémentaire. Sur présentation de l’attestation, cet organisme réduit le montant de la prime à hauteur de l’aide accordée par la CPAM. Cette réduction dépend de la taille de la famille et de l’âge de chacun des bénéficiaires, 75 € pour chaque bénéficiaire de moins de 25 ans, 150 € entre 26 et 59 ans et 250 € pour les bénéficiaires de plus de 60 ans. En janvier 2006, les forfaits ont été revalorisés à 100 € pour un jeune de moins de 25 ans et à 400 € pour une personne de plus de 60 ans. En janvier 2007, le plafond de ressources a été élargi passant de 15 % maximum au-dessus du plafond d’éligibilité de la CMUC à 20 %. (Source : Franc C., Perronnin M. (2007))
Ensuite, les estimations d’élasticités prix sont importantes pour pouvoir réorganiser l’offre. Les réformes récentes des systèmes de santé de type «concurrence organisée »64 font une place cruciale à la concurrence par les prix. En effet, cette théorie stipule que les marchés d’assurances santé doivent être structurés de façon à éviter toute concurrence qui porterait sur des caractéristiques autres que le prix, telles que la couverture de certains services particuliers. Selon cette théorie, en éliminant toute différenciation des couvertures d’assurance autre que tarifaire, il n’existe plus de barrières à changer pour une formule qui offre la même qualité de services mais à un coût plus faible. Dans ce contexte, l’assureur ne peut plus offrir des services différents de ses concurrents et la seule façon pour les assureurs d’attirer de nouveaux clients est de contrôler leurs coûts (Royolty et Solomon, 1999).
Les difficultés à obtenir des mesures fiables
Comme le rappellent Feldman et al. (1998), quand on cherche à obtenir des élasticités prix, on se heurte à différentes sortes de difficultés.
D’abord, il est difficile de se fier aux résultats d’anciennes études, indépendamment de la qualité de leur méthodologie, car les anciennes études ont une portée limitée dans le temps, la structure du marché (en terme d’offre de contrats) évoluant très vite. Ensuite, l’élasticité prix varie considérablement entre différentes formules, c’est pourquoi il est important de spécifier quel type de formule est étudié. Cela réduit les possibilités de comparaisons entre études, d’autant que, comme le souligne un article du Congressional Budget Office (2005) : « A more mechanical reason
elasticity comparisons may be misleading among studies is that samples vary in the initial percentage covered. If a 10% price decrease leads to a coverage increase from 10% of the initial sample to 20% in sample A, but from 40% to 50% in sample B, the elasticity would be 4 times as large in sample A ».
Ensuite en matière de méthodologie, deux écueils sont à éviter quand on cherche à obtenir des mesures d’élasticité prix de la demande d’assurance santé.
Premièrement il faut être certain que l’on mesure bien l’impact pur des variations de primes sur les choix opérés par les individus. Autrement dit, il faut que les variations de primes soient exogènes, sinon la mesure de l’élasticité prix est biaisée car elle incorpore aussi l’impact d’autres variations que le prix. Toute la difficulté consiste alors à obtenir des variations les plus exogènes possibles des primes puisque dans le cas général on dispose de données n’offrant qu’un seul jeu de
formules à des prix uniques. A ce propos, Gruber et Poterba (1993) écrivent : « Because it is difficult
to find econometrically usefull sources of insurance prices, therer is little convincing empirical evidence of the price elasticity of demand for health insurance. Variations either through time or in a cross-section of households of firms reflects differences of providing this care. There are few shocks to the supply side of health insurance market that are not potentially correlated with shocks to insurance demand and that can therefore identify the insurance demand curve ». Mac Guire (1981) résout partiellement le problème en étudiant un groupe d’employés pour
lesquels la prime dépend à la fois de l’ancienneté et du poste hiérarchique de l’employé. Mais dans ce cas, les différences de primes sont corrélées avec les caractéristiques des employés et la mesure de l’élasticité prix est donc biaisée. Leibnowitz et Chernew (1992) et Marquis et Long (1993) utilisent des variations de prix entre différentes régions qui pourraient être liées à des différences de demande.
Deuxièmement, il faut choisir une méthode économétrique appropriée. Beaucoup d’études d’élasticité prix ont recours à une modélisation de type logit multinomial conditionnel. Or ce type de modèle suppose implicitement que l’hypothèse des « alternatives non pertinentes »65 est vérifiée. Cette hypothèse stipule que la probabilité relative de choisir une formule A plutôt qu’une formule B est indépendante des autres formules offertes à l’individu. Elle sera vérifiée si les différences entre les formules non observées par l’économètre sont indépendamment distribuées entre les formules. Pourtant il y a fort à penser que souvent cette dernière condition n’est pas vérifiée. En effet, il peut exister des caractéristiques communes non observées entre certaines formules telles que la qualité des soins permise par ces formules, les restrictions dans le choix des offreurs de soins… Le problème de la violation de l’hypothèse des alternatives non pertinentes se résout alors de deux façons : soit en se limitant aux seules formules substituts l’une de l’autre, soit en recourant à des modèles emboîtés de type Nested Logit Models.
Enfin, la modélisation suppose souvent implicitement que le menu de formules offert à l’assuré est exogène à celui-ci au moment du choix. Autant comme cette hypothèse semble acceptable dans le cas d’une couverture souscrite individuellement, autant comme elle semble moins réaliste dans le cas de contrats de groupe obtenus par l’employeur. Dans ce deuxième cas, comme le font remarquer Feldman et al. (1989), il reste cependant possible de faire cette hypothèse au niveau de l’employé, tout en reconnaissant en même temps que le choix des formules par les employeurs est endogène. La difficulté subsiste si on admet une sélection endogène des entreprises par les employés. Si les employés choisissent de travailler pour une entreprise donnée sur la base de
caractéristiques inobservables et si ces mêmes caractéristiques affectent aussi la sensibilité au prix des individus, alors les résultats d’élasticités prix obtenus sont biaisés (par un biais de sélection).
Les coûts de transition : un facteur de faible élasticités prix
Plusieurs raisons peuvent être avancées pour expliquer une faible élasticité prix de la demande d’assurance santé. Comme nous l’avons mentionné ci-dessus, la concurrence entre assureurs peut se faire en terme de services offerts : dans ce cas, le prix n’est plus un élément discriminant de choix de contrat. Mais à services offerts comparables, il est également possible que d’autres coûts soient associés à un changement d’assurance santé : paperasserie administrative inhérente au fait de changer d’assureur ou de contrat, temps passé à rechercher des contrats alternatifs, difficulté à évaluer leur qualité…Un changement de contrat peut aussi signifier un changement de médecins, dans le cas de réseaux de soins…(Royolty and Solomon, 1999).
Les études de références en matière d’élasticités prix
En dépit de ces difficultés, un courant de littérature a cherché à quantifier la demande d’assurance en mesurant l’élasticité prix et revenu de la demande. Ces études ont conduit à des estimations assez différentes des élasticités : selon les caractéristiques de la population étudiée et les caractéristiques des formules d’assurance, la valeur estimée de l’élasticité prix varie de -0,1 à plus de -1.
L’une des études les plus anciennes et les plus largement citées en matière d’élasticité prix de la demande d’assurance santé est une étude d’Holmer (1984), qui utilise des données d’une enquête menée en 1982 sur les choix des contrats d’assurance par les employés fédéraux. Ces employés avaient le choix entre 3 formules différentes de type FFS (Fee For Service) et une formule de type HMO. Avec des données d’un seul portefeuille, Holmer réussit à obtenir des variations de primes non biaisées. Pour cela, il considère que l’utilité de l’individu dépend de la consommation en biens courants une fois payée la prime d’assurance66. Dès lors une augmentation de un dollar de la prime d’assurance aura le même effet qu’une baisse de (1 )− t dollars du revenu, où t désigne le taux marginal d’imposition. En observant les revenus des employés et en les convertissant en baisse de revenu avec les taux d’imposition appropriés, Holmer obtient des variations de primes non biaisées. L’élasticité prix observée au sein de cette population est de -0,16 quand la référence
66 cf période 1 de notre modèle : c’est également l’hypothèse que nous avons implicitement faite dans notre modélisation.
est l’absence de couverture et -0,58 quand la référence est une couverture partielle. L’élasticité revenu trouvée est de 0,01. Néanmoins, à la fois les revenus et les taux d’impositions sont observés avec erreur.
Marquis et Phelps (1987) utilisent les données d’une expérience contrôlée menée en sus de la célèbre expérience de la RAND67. L’expérience consiste à offrir une sur assurance aux individus déjà couverts. Trois options sont alors offertes : soit une couverture de 100% du reste à charge de l’assuré (dû à l’existence de franchises ou de copaiement), soit une couverture des deux tiers, soit une couverture d’un tiers de ce reste à charge. Les différences de prix sont forcément exogènes puisqu’elles sont générées aléatoirement. L’analyse porte sur un échantillon de près de 1326 familles, l’élasticité prix trouvée est de -0,63.
Dans une étude similaire, Feldman et al. (1989) mesurent l’élasticité prix en utilisant la réponse à une hausse des primes. Ils utilisent des données de 1984 de 17 firmes dans le Minneapolis portant sur 5161 employés qui ont le choix entre trois types de formules : des formules de type FFS68, IPA69 ou HMO. Dans une approche de type « Nested Logit Model », les auteurs regroupent les formules de type FFS et IPA dans un même « nest ». En effet, ces formules qui offrent toutes deux un grand choix de médecins et d’hôpitaux avec relativement peu de restrictions dans la liberté de choix de l’assuré sont assez proches. C’est pourquoi les auteurs comparent leur demande à la demande pour des formules de type HMO, beaucoup plus contraignantes en terme de liberté de choix de praticiens70. L’étude montre qu’à l’intérieur d’un même « nest », le montant de la contribution de l’employé est hautement significative pour prédire la formule choisie par les employés. Autrement dit, les auteurs trouvent une élasticité prix significativement négative entre des formules comparables.
Barringer et Mitchell (1994) étudient le choix d’assurance par des employés de 4 usines différentes relevant d’un même employeur. Les employés pouvaient choisir entre des formules prépayées, une couverture de type FFS et une couverture catastrophique. Barringer et Mitchell trouvent une élasticité prix de la demande pour la formule de type FFS comprise entre -0.1 et -0.2. Pour ce type de formule, ils trouvent qu’une augmentation de 10% de la prime se traduit par une perte de part de marché de 4-9% de cette formule, tandis que doubler le niveau de franchise baisse ses parts de marché de 3 à 4%. Les données montrent aussi que les employés âgés et les
67 Qui fait l’objet d’une présentation rapide dans le prochain chapitre. 68 FFS : Fee For Service
69 IPA : Independant Practice Associations
salariés à fort revenu sont moins enclin à quitter la formule. Ils estiment qu’une augmentation de l’âge moyen des employés de 10 ans conduirait à une augmentation de 7 à 8% des parts de marché de la formule de type FFS, tandis qu’une baisse de 10% de l’âge moyen induirait une augmentation de 1 à 2% des parts de marché.
Un papier récent du NBER71 s’intéresse à la tendance croissante parmi les employés à refuser l’assurance offerte par leurs employeurs (Gruber et Washington, 2003). Les auteurs analysent l’effet du montant de la contribution de l’employé dans le paiement de la prime sur le taux d’acceptation de l’assurance. Il trouve une élasticité prix parmi les employés qui déclinent l’assurance extrêmement faible, de l’ordre de -0.02 . Dans ces conditions, les auteurs en concluent qu’augmenter la contribution de l’employeur n’est pas une mesure efficace pour obtenir davantage d’adhésions. Le Congressional Budget Office dans une étude de 2005 parvient à une conclusion quasi similaire, quoique plus nuancée. Utilisant des différences géographiques exogènes de primes d’assurance santé imputables à des différences de réglementation fiscale et à des différences de degré de concurrence, les auteurs analysent les choix opérés par des individus qui sont par ailleurs en tout point identiques. Leur analyse conduit à une élasticité prix de -0,57, ce qui les pousse à conclure qu’une faible subvention des primes par le gouvernement n’aurait qu’un impact limité pour réduire le nombre de non assurés.
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L’influence du contexte local : l’hypothèse de demande induite
La demande induite : définition et modélisation théorique
Trinquard (2004) définit l’induction de la demande par le médecin de la façon suivante : « Idéalement, si le médecin est un agent parfait, le service offert est basé sur l’évaluation médicale, le coût pour le patient et la société. Toutefois, l’asymétrie d’information associée à l’intérêt personnel du médecin génère une relation qui est source d’induction : le médecin fait dépendre le